統(tǒng)計(jì)SAS實(shí)例及答案-何飛武

1、統(tǒng)計(jì)SAS實(shí)例及答案統(tǒng)計(jì)SAS實(shí)例及答案（專業(yè)結(jié)論待完善）目錄第一部分 計(jì)量資料3（一）t檢驗(yàn)31、單樣本實(shí)例3-532、兩組配對(duì)實(shí)例3-643、兩組獨(dú)立實(shí)例3-75（二）方差分析61、完全隨機(jī)實(shí)例4-262、隨機(jī)區(qū)組實(shí)例4-473、兩階段交叉實(shí)例4-684、析因設(shè)計(jì)92×2補(bǔ)充1個(gè)92×2實(shí)例11-1103×3實(shí)例11-2115×2×2實(shí)例11-3125、正交設(shè)計(jì)14有空白列，無重復(fù)實(shí)例11-414無空白列，有重復(fù)補(bǔ)充打印116有空白列，有重復(fù)補(bǔ)充打印217（三）非參181、單樣本類似3-5實(shí)例8-2182、兩組配對(duì)類似3-6實(shí)例8-1193

2、、兩組獨(dú)立類似3-7實(shí)例8-3204、多組非參實(shí)例8-521第二部分 計(jì)數(shù)資料22（一）四格表（2×2）221、獨(dú)立四格表22基本卡方c2實(shí)例7-122連續(xù)校正cc2或Fisher精確概率實(shí)例7-223Fisher精確概率實(shí)例7-4242、配對(duì)四格表25Kappa值實(shí)例7-325（二）行×列表（r×c）261、教材三個(gè)263×2率實(shí)例7-6262×3構(gòu)成比實(shí)例7-7274×3列聯(lián)系數(shù)c實(shí)例7-8282、補(bǔ)充三個(gè)292×3列有序-CMHc2補(bǔ)充1個(gè)293×3雙向有序-CMHc2補(bǔ)充1個(gè)304×3分層卡方-C

3、MHc2補(bǔ)充1個(gè)31（三）非參322×5列有序-非參實(shí)例8-4324×4列有序-非參實(shí)例8-733第三部分 回歸34（一）相關(guān)34計(jì)量均正態(tài)-Pearson r（r）實(shí)例9-534計(jì)數(shù)秩相關(guān)-Spearman r（rs）實(shí)例9-835（二）回歸361、直線回歸36一元線性回歸實(shí)例9-136多元線性回歸實(shí)例15-1372、曲線回歸39對(duì)數(shù)y=a+blog10(x)實(shí)例9-1339指數(shù)y=exp(a+bx)實(shí)例9-1440拋物線y=c+bx+axx補(bǔ)充41（三）回歸診斷-略41（四）邏輯回歸421、y二值42一元無啞變量補(bǔ)充42一元有啞變量補(bǔ)充43多元無交互作用補(bǔ)充44多元有交

4、互作用補(bǔ)充45多元有交互作用-篩選危險(xiǎn)因子實(shí)例16-2462、y多值-略47第四部分 其他481、聚類-略482、判別-略483、主成分分析-略484、因子分析補(bǔ)充48實(shí)例第一部分 計(jì)量資料（一）t檢驗(yàn)1、單樣本實(shí)例3-5原始數(shù)據(jù)：112 105 172 157 165 140 137 178 116 151 171 163129 130 125 135 128 100 126 128 90 113 128 12988 126 96 175 160 116 90 103 162 129 110 1272014基礎(chǔ)碩-何飛武 6SAS：data eg; input x; cards; 11212

5、7; proc univariate normal;/*正態(tài)性檢驗(yàn)*/ var x; proc ttest h0=140;/*t檢驗(yàn)，均值和140比較*/ var x; run;答案：H0：服從正態(tài)分布P=0.09880.05不拒絕H0，服從正態(tài)分布H0：等于140t=-2.14，P=0.0397P0.05，拒絕H0，差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義x=130.83140因此，所有從事鉛工作男工人血紅蛋白含量均數(shù)低于正常人均數(shù)140g/L2、兩組配對(duì)實(shí)例3-62014基礎(chǔ)碩-何飛武 8SAS：data eg; input x1 x2; d=x1-x2;cards;0.840.580.870.506;proc

6、univariate normal; var d;/*對(duì)d值做正態(tài)性檢驗(yàn)*/proc ttest; paired x1*x2;/*配對(duì)t檢驗(yàn)*/proc means n mean; var x1 x2;/*算兩組的均值*/run;答案：H0：d值服從正態(tài)分布P=0.99930.10不拒絕H0，d值服從正態(tài)分布H0：兩種相同t=7.93，P0.0001拒絕H0，差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義x1=0.7952x2=0.5228因此，哥特里-羅紫法偏高3、兩組獨(dú)立實(shí)例3-72014基礎(chǔ)碩-何飛武 10SAS：data eg; input c x;cards;1-0.72-2;proc univariate no

7、rmal; var x; class c;/*按c進(jìn)行分組*/proc ttest; var x; class c;run;答案：兩組正態(tài)性檢驗(yàn)：P=0.7527P=0.7754均0.10，均正態(tài)H0：方差齊Equality of VariancesP=0.31530.10不拒絕H0，方差齊H0：兩組相同t=-0.64，P=0.52480.05不拒絕H0，差異無統(tǒng)計(jì)學(xué)意義因此，尚不能認(rèn)為阿卡波糖與拜糖平對(duì)空腹血糖降糖效果不同（二）方差分析1、完全隨機(jī)實(shí)例4-22014基礎(chǔ)碩-何飛武 12SAS：data eg; input c x;cards;13.5343.71;proc univariat

8、e normal; var x; class c;proc anova; /*方差分析*/ class c; model x=c; /*x=影響因素*/ means c/hovtest welch;/*方差齊檢驗(yàn)，不齊用welch*/ means c/snk; /*snk多重比較*/run;/*注意：t檢驗(yàn)SAS默認(rèn)做方差齊檢驗(yàn)，F(xiàn)檢驗(yàn)（方差分析）要自己寫程序means c/hovtest*/答案：各組正態(tài)性檢驗(yàn)：P=0.1947P=0.4527P=0.1202P=0.2806均0.10，均正態(tài)H0：方差齊P=0.26290.10不拒絕H0，方差齊H0：四組相同F(xiàn)=24.88，P0.0001，

9、拒絕H0差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，四組不全相同SNK多重比較：1、2、3、4即，安慰劑一組，2.4g與4.8g一組，7.2g一組2、隨機(jī)區(qū)組實(shí)例4-42014基礎(chǔ)碩-何飛武 80SAS：data eg; input yw tz x;cards;110.82350.24;proc anova; class yw tz;/*按藥物、體重分組*/ model x=yw tz;/*x=藥物、體重兩個(gè)影響因素*/ means yw/snk;/*對(duì)藥物進(jìn)行多重比較*/run;/*注意：本題樣本量太少，略去正態(tài)性檢驗(yàn)和方差齊檢驗(yàn)*/答案：H0：三種藥物相同F(xiàn)=11.94，P=0.00400.05拒絕H0，差異有統(tǒng)計(jì)

10、學(xué)意義，三種藥物不全相同SNK多重比較：1、2、3因此，A藥一組，B藥和C藥一組H0：五個(gè)體重相同F(xiàn)=5.98，P=0.01580.05拒絕H0，差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，五個(gè)體重不全相同3、兩階段交叉實(shí)例4-6SAS：data eg; input jd ren yw$ x;/*yw$：藥物數(shù)據(jù)有字符，故加$*/cards;11A760210A803; proc anova; class jd ren yw;/*按階段、人、藥物分組*/ model x=yw jd ren;/*x=階段、人、藥物三個(gè)影響因素*/run;答案：H0：兩種閃爍液相同F(xiàn)=4.02，P=0.07990.05拒絕H0，差異有統(tǒng)計(jì)

11、學(xué)意義，兩種閃爍液不同H0：兩個(gè)階段相同F(xiàn)=9.93，P=0.01360.05拒絕H0，差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，兩個(gè)階段不同H0：10個(gè)人相同F(xiàn)=1240.19，P0.0001拒絕H0，差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，10個(gè)人不全相同4、析因設(shè)計(jì)2×2補(bǔ)充1個(gè)例 缺鐵性貧血12例組1組2組3組4一般療法一般甲藥一般乙藥一般甲藥乙藥0.81.30.92.10.91.21.12.20.71.112SAS：data add; input a b x;cards; 000.8112.0;proc anova; class a b; model x=a b a*b;/*a*b：考慮ab的交互作用*/ means

12、a b a*b;/*算均數(shù)*/run;答案：一級(jí)分解：H0：4組相同F(xiàn)=98.75，P0.0001拒絕H0，差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，四組不全相同二級(jí)分解：H0：甲的效應(yīng)為0F=168.75，P0.0001拒絕H0，差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義用甲=1.2不用甲=0.8，甲的效應(yīng)為1.2-0.8=0.4，甲有效H0：乙的效應(yīng)為0F=90.75，P0.0001拒絕H0，差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義用乙=1.0不用乙=0.8，乙的效應(yīng)為1.0-0.8=0.2，乙有效H0：甲×乙的效應(yīng)為0F=36.75，P=0.0003拒絕H0，差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義甲乙同用=2.1，甲乙同用的效應(yīng)為2.1-0.8=1.3因此，甲乙的交互作用

13、為1.3-0.4-0.2=0.7，甲×乙存在2×2實(shí)例11-1SAS：data eg; input a b x;cards; 11102230;proc anova; class a b; model x=a b a*b; means b;run;答案：一級(jí)分解：H0：4組相同F(xiàn)=2.91，P=0.06660.05拒絕H0，差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，四組不全相同二級(jí)分解：H0：兩種縫合方法相同F(xiàn)=0.60，P=0.44990.05不拒絕H0，差異無統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，尚不能認(rèn)為兩種縫合方法不同H0：兩種縫合后時(shí)間效果相同F(xiàn)=8.07，P=0.01180.05拒絕H0，差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，兩種

14、縫合后時(shí)間效果不同一個(gè)月=26兩個(gè)月=48，因此縫合后2個(gè)月比1個(gè)月神經(jīng)軸突通過率高H0：縫合方法和縫合后時(shí)間無交互作用F=0.07，P=0.79950.05不拒絕H0，差異無統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，尚不能認(rèn)為縫合方法和縫合后時(shí)間存在交互作用3×3實(shí)例11-2SAS：data eg; input a b x;cards; 1110533160;proc anova; class a b; model x=a b a*b; means a b a*b/snk;run;答案：一級(jí)分解：H0：9組相同F(xiàn)=6.92，P=0.00030.05拒絕H0，差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，9組不全相同二級(jí)分解：H0：A藥3種

15、劑量效果相同F(xiàn)=8.47，P=0.00260.05拒絕H0，差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，A藥3種劑量效果不全相同SNK多重比較：1、2、3即，A藥1.0mg一組，2.5mg與5.0mg一組H0：B藥3種劑量效果相同F(xiàn)=9.05，P=0.00190.05拒絕H0，差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，B藥3種劑量效果不全相同SNK多重比較：1、2、3即，B藥5ug和15ug一組，30ug一組H0：A藥和B藥無交互作用F=5.07，P=0.00650.05拒絕H0，差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，A藥和B藥有交互作用最佳組合：A3和B3，即A藥5.0mg、B藥30ug鎮(zhèn)痛效果最好5×2×2實(shí)例11-3見下頁：實(shí)例11-3

16、：SAS：data eg; input b c a x;cards; 1110.252254.8;proc anova; class a b c; model x=a b c a*b a*c b*c a*b*c; means a/snk; run;答案：一級(jí)分解：H0：20組相同F(xiàn)=38.71，P0.001拒絕H0，差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，20組不全相同二級(jí)分解：H0：5種軍裝類型相同F(xiàn)=3.03，P=0.02210.05拒絕H0，差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，5種軍裝類型不全相同SNK多重比較：5、2、1、3、4即，第5種類型保溫，第4種類型散熱，其余三種介于二者之間H0：2種活動(dòng)環(huán)境相同F(xiàn)=23.08，P0

17、.0001拒絕H0，差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，2種活動(dòng)環(huán)境不同H0：2種活動(dòng)狀態(tài)相同F(xiàn)=659.10，P0.0001拒絕H0，差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，2種活動(dòng)狀態(tài)不同H0：軍裝類型與活動(dòng)環(huán)境無交互作用F=1.13，P=0.34720.05不拒絕H0，差異無統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，尚不能認(rèn)為軍裝類型與活動(dòng)環(huán)境有交互作用H0：軍裝類型與活動(dòng)狀態(tài)無交互作用F=0.86，P=0.49080.05不拒絕H0，差異無統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，尚不能認(rèn)為軍裝類型與活動(dòng)狀態(tài)有交互作用H0：活動(dòng)環(huán)境與活動(dòng)狀態(tài)無交互作用F=29.52，P0.0001拒絕H0，差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，活動(dòng)環(huán)境與活動(dòng)狀態(tài)有交互作用H0：軍裝類型與活動(dòng)環(huán)境、活動(dòng)狀態(tài)三者無交互作用

18、F=0.94，P=0.44790.05不拒絕H0，差異無統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，尚不能認(rèn)為軍裝類型與活動(dòng)環(huán)境、活動(dòng)狀態(tài)三者有交互作用5、正交設(shè)計(jì)有空白列，無重復(fù)實(shí)例11-4見下頁：實(shí)例11-4：SAS：data eg; input a b ab c n1 n2 d x;cards; 111111186221211288;proc anova; class a b c d; model x=a b a*b c d; means a b c d a*b;run;答案：/*P.S.大檢驗(yàn)P=0.08340.05，不用管，睜只眼閉只眼就直接跳過*/H0：A因素兩種情況相同F(xiàn)=3.20，P=0.21550.05不拒

19、絕H0，差異無統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，尚不能認(rèn)為A因素兩種情況不同H0：B因素兩種情況相同F(xiàn)=7.20，P=0.11530.05不拒絕H0，差異無統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，尚不能認(rèn)為B因素兩種情況不同H0：A因素×B因素不存在F=20.00，P=0.04650.05拒絕H0，差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，A因素×B因素存在均值比較，選擇：A2、B1H0：C因素兩種情況相同F(xiàn)=24.20，P=0.03890.05拒絕H0，差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，C因素兩種情況不同均值比較，選擇：C2H0：D因素兩種情況相同F(xiàn)=1.80，P=0.31180.05不拒絕H0，差異無統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，尚不能認(rèn)為D因素兩種情況不同D1、D2可任選其

20、一，選擇D2因此，最佳試驗(yàn)條件：A2、B1、C2、D2此外，本次正交試驗(yàn)未在該條件下進(jìn)行，建議補(bǔ)做無空白列，有重復(fù)補(bǔ)充打印1例 在胃蛋白酶生產(chǎn)過程中，產(chǎn)品質(zhì)量指標(biāo)是殘留蛋白酶，影響因素及其水平如下：因素水平水解溫度A水解時(shí)間B加鹽酸量C烘房溫度D1433.5h2.0%552464.0h2.6%603494.5h3.2%65選用L9（34）安排試驗(yàn)，試驗(yàn)結(jié)果如下（K3）：試驗(yàn)號(hào)1A2B3C4D殘留蛋白酶111111.51.31.4212220.70.50.2313330.40.50.3421230.80.60.7522311.11.21.0623120.90.90.8731320.70.70.8

21、832130.30.30.4933213.23.03.1SAS：data add; input a b c d x;cards; 11111.533213.1;proc anova; class a b c d; model x=a b c d; means a b c d;run;答案：H0：27組相同F(xiàn)=159.99，P0.0001拒絕H0，差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，27組不全相同H0：A因素3種相同F(xiàn)=73.22，P0.0001拒絕H0，差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，A因素3種不全相同均值比較，均值越小殘留越少，選擇：A1H0：B因素3種相同F(xiàn)=113.19，P0.0001拒絕H0，差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，B因素

22、3種不全相同均值比較，選擇：B2H0：C因素3種相同F(xiàn)=85.70，P0.0001拒絕H0，差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，C因素3種不全相同均值比較，選擇：C3H0：D因素3種相同F(xiàn)=367.86，P0.0001拒絕H0，差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，D因素3種不全相同均值比較，選擇：D3因此，最佳試驗(yàn)條件：A1、B2、C3、D3此外，本次正交試驗(yàn)未在該條件下進(jìn)行，建議補(bǔ)做3遍有空白列，有重復(fù)補(bǔ)充打印2例 在正氟醚對(duì)大白鼠肝重影響的研究中，觀察指標(biāo)是肝重和體重之比?？紤]的因素及其水平如下：因素水平誘導(dǎo)藥物AB鼠的性別C1生理鹽水不用正氟醚雄性大白鼠2戊巴比妥用正氟醚雌性大白鼠需分析交互作用A×B，A

23、5;C，B×C，不考慮A×B×C，選用L8（27）安排試驗(yàn)，每號(hào)試驗(yàn)重復(fù)3次，即K3。試驗(yàn)結(jié)果如下：試驗(yàn)號(hào)1A2B3A×B4C5A×C6B×C7肝重/體重（）111111115.00 5.52 5.38 211122225.26 5.68 5.83 312211226.30 7.02 5.90 412222115.42 5.60 5.70 521212126.13 6.46 5.21 621221215.87 5.50 6.20 722112216.02 5.70 5.48 822121124.64 4.60 5.44 SAS：dat

24、a add; input a b ab c ac bc n x;cards;1111111522121125.44;proc anova; class a b c ; model x=a b c a*b a*c b*c; means a b c a*b a*c b*c;run;答案：H0：24組相同F(xiàn)=4.32，P0.0079拒絕H0，差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，24組不全相同H0：A因素兩種情況相同F(xiàn)=0.48，P0.49810.05拒絕H0，差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，A因素兩種情況不同H0：B因素兩種情況相同F(xiàn)=0.01，P0.91210.05不拒絕H0，差異無統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，尚不能認(rèn)為B因素兩種情況相同H0：

25、C因素兩種情況相同F(xiàn)=4.97，P0.03950.05拒絕H0，差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，C因素兩種情況不同H0：A因素×B因素不存在F=11.84，P0.00310.05拒絕H0，差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，A因素×B因素存在H0：A因素×C因素不存在F=0.33，P0.57610.05不拒絕H0，差異無統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，尚不能認(rèn)為A因素×C因素存在H0：B因素×C因素不存在F=8.30，P0.01040.05拒絕H0，差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，B因素×C因素存在/*P.S.本題不找最佳試驗(yàn)條件，把關(guān)系分析出來就行了*/（三）非參1、單樣本類似3-5實(shí)例8-2SA

26、S：data eg; input x1; d=x1-45.30; cards; 44.2187.37;proc univariate normal;var d;run;/*中位數(shù)比較：*/proc means p50;var x1;run;答案：H0：d正態(tài)P=0.0320.1，拒絕H0，非正態(tài)H0：二者相同S=31.5，P=0.00290.05，拒絕H0，差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，兩組不同中位數(shù)：53.2145.30因此，工廠高于正常人2、兩組配對(duì)類似3-6實(shí)例8-1SAS：data eg; input x1 x2; d=x1-x2; cards; 60 7695 100;proc univaria

27、te normal;var d;run;答案：H0：d正態(tài)P=0.07580.1，拒絕H0，非正態(tài)H0：兩組相同S=-21.5，P=0.05660.05不拒絕H0，差異無統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，尚不能認(rèn)為兩組不同因此，尚不能認(rèn)為原法和新法測(cè)血清谷丙轉(zhuǎn)氨酶不同3、兩組獨(dú)立類似3-7實(shí)例8-3SAS：data eg; input x c;cards; 2.78 15.10 2;/*正態(tài)性檢驗(yàn)：均正態(tài)*/proc univariate normal;var x;class c;run;/*方差齊檢驗(yàn)：不齊取t的值*/proc ttest;var x;class c;run;/*作者不甘心，直接走非參，取單側(cè)值：

28、*/proc npar1way wilcoxon;var x;class c;run;答案：H0：均正態(tài)P=0.7748P=0.5328均0.1，不拒絕H0，均正態(tài)H0：方差齊F=16.84，P0.0001，拒絕H0，方差不齊H0：兩組相同若取t=0.05640.5，則不拒絕H0，尚不能認(rèn)為兩組不同故取非參單側(cè)值：P=0.04320.05，拒絕H0，差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，兩組不同因此，肺癌和矽肺RD值不同，由專業(yè)知識(shí)可知肺癌RD值高于矽肺4、多組非參實(shí)例8-5SAS：data eg; input c x;cards; 1 32.53 24.0;proc npar1way wilcoxon;var

29、x;class c;run;答案：H0：三組全相同c29.74，P=0.00770.05，拒絕H0，差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，三組不全相同秩均值比較：甲=12.6乙=7.6丙=3.8因此三種藥物殺滅釘螺的效果有差別，甲藥死亡率最高，丙藥死亡率最低，乙藥居中第二部分 計(jì)數(shù)資料（一）四格表（2×2）1、獨(dú)立四格表基本卡方c2實(shí)例7-1SAS：data eg; input r c f;/*f：頻數(shù)*/cards;1 1 992 2 21;proc freq;/*調(diào)用freq過程*/tables r*c/chisq nopercent nocol expected;/*chisq卡方檢驗(yàn)；noper

30、cent無總百分比；nocol無行百分比；expected理論值*/weight f;/* weight：權(quán)重，f為頻數(shù)變量*/run;答案：H0：兩組相同c212.857，P=0.00030.05拒絕H0，差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，兩組不同因此，兩組降低顱內(nèi)壓的總體有效率有差別連續(xù)校正cc2或Fisher精確概率實(shí)例7-2SAS：data eg; input r c f;cards; 1 1 462 2 8;proc freq;tables r*c/chisq nopercent nocol expected;weight f;run;答案：H0：兩組相等Fisher精確概率P0.05840.05/

31、*只有一個(gè)T(理論值)5，故用Fisher精確概率，也可用連續(xù)校正卡方cc2*/不拒絕H0，差異無統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，尚不能認(rèn)為兩組不等因此，尚不能認(rèn)為兩種藥物治療腦血管疾病的有效率不等Fisher精確概率實(shí)例7-4SAS：data eg; input r c f;cards;1 1 42 2 6;proc freq;tables r*c/chisq nopercent nocol expected;weight f;run;答案：H0：兩組相同F(xiàn)isher精確概率P0.12100.05/*n=3340，故用Fisher精確概率*/不拒絕H0，差異無統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，尚不能認(rèn)為兩組不同因此，尚不能認(rèn)為兩組新

32、生兒的HBV總體感染率有差別2、配對(duì)四格表Kappa值實(shí)例7-3SAS：data eg; input r c f;cards; 1 1 112 2 33;proc freq;weight f;tables r*c/agree;/*agree：配對(duì)卡方檢驗(yàn)*/run;答案：H0：兩組相同P=0.00750.05Kappa值0.45500.5拒絕H0，差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，兩組不同免疫熒光法陽性率：23/58乳膠凝集法陽性率：13/58因此，兩種方法的檢測(cè)結(jié)果有差別，免疫熒光法陽性率較高/*Kappa值：一致性檢驗(yàn)介于0-1之間0：兩組不一致1：兩組一致區(qū)間：0-0.4較差0.4-0.75一般，最好過

33、0.5，0.5認(rèn)為兩組一致0.75-1較好配對(duì)卡方重在檢測(cè)兩組的差異性，Kappa檢驗(yàn)重在檢驗(yàn)兩組的一致性*/（二）行×列表（r×c）1、教材三個(gè)3×2率實(shí)例7-6SAS：data eg; input r c f;cards; 1 1 1993 2 26;proc freq;weight f;tables r*c/chisq nopercent nocol expected;run;答案：H0：三種相同c221.0377，P0.0001拒絕H0，差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，三組不全相同校正值：=/(n1)=0.05/4=0.0125H0：物理療法和藥物治療相同數(shù)據(jù)只留1、2

34、組：c26.7560，P=0.0093=0.0125拒絕H0，差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，物理療法和藥物治療不同H0：物理療法和外用膏藥相同數(shù)據(jù)只留1、3組：c221.3228，P0.0001拒絕H0，差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，物理療法和外用膏藥不同H0：藥物治療和外用膏藥相同數(shù)據(jù)只留2、3組：c24.5910，P=0.0321=0.0125不拒絕H0，差異無統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，尚不能認(rèn)為藥物治療和外用膏藥不同/*四格表：SAS會(huì)把基本卡方c2、連續(xù)校正卡方cc2、Fisher精確概率都顯示出來，自個(gè)選；但，行×列表Fisher精確概率要自己寫程序：/chisq exact*/2×3構(gòu)成比實(shí)例7-7

35、SAS：data eg; input r c f;cards; 1 1 422 3 36;proc freq;weight f;tables r*c/chisq nopercent nocol expected;run;答案：H0：兩組相同c27.9127，P0.01910.05拒絕H0，差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，兩組不同因此，兩組2型糖尿病患者的ACE基因型總體分布有差別4×3列聯(lián)系數(shù)c實(shí)例7-8SAS：data eg; input r c f;cards; 1 1 4314 3 32;proc freq;weight f;tables r*c/chisq nopercent nocol

36、expected;run;答案：H0：無關(guān)c2213.1616，P0.0001拒絕H0，差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，有關(guān)列聯(lián)系數(shù)C=0.1883，關(guān)聯(lián)不大因此，兩種血型系統(tǒng)之間有關(guān)聯(lián)，但關(guān)聯(lián)不大/*列聯(lián)系數(shù)：Contingency CoefficientC介于0-1之間0：獨(dú)立無關(guān)聯(lián)1：完全關(guān)聯(lián)*/2、補(bǔ)充三個(gè)2×3列有序-CMHc2補(bǔ)充1個(gè)例 嬰兒營養(yǎng)狀況與副食品充足與否差中好充足73841不充足4206SAS：data add; input r c f;cards; 1 1 72 3 6;proc freq;weight f;tables r*c/CMH nopercent nocol;r

37、un;答案：H0：無關(guān)c2CMH=5.9008，P=0.01510.05拒絕H0，差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，有關(guān)因此，嬰兒營養(yǎng)狀況與副食品充足與否有關(guān)/*CMHc2三行結(jié)果：Nonzero Correlation雙向有序Row Mean Scores Differ 列有序 General Association雙向無序*/3×3雙向有序-CMHc2補(bǔ)充1個(gè)例 工齡與鉛中毒-±短58144中32102長24128SAS：data add; input r c f;cards; 1 1 583 3 8;proc freq;weight f;tables r*c/CMH nopercen

38、t nocol;run;答案：H0：無關(guān)c2CMH=7.3072，P=0.00690.05拒絕H0，差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，有關(guān)因此，工齡與鉛中毒程度有關(guān)4×3分層卡方-CMHc2補(bǔ)充1個(gè)例 手術(shù)與術(shù)后并發(fā)癥無輕度中度醫(yī)院1手術(shù)12372手術(shù)220135醫(yī)院2手術(shù)11862手術(shù)213132SAS：data add; input hospital trt effect f;cards; 111232232;proc freq order=data;tables hospital*trt*effect/CMH nopercent nocol;weight f;run;答案：H0：無關(guān)c2CMH

39、=4.2472，P=0.03930.05拒絕H0，差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，有關(guān)因此，剔除醫(yī)院影響之后，手術(shù)類型和并發(fā)癥有關(guān)（三）非參2×5列有序-非參實(shí)例8-4SAS：data eg; input c x f;cards; 1 1 12 5 0;proc npar1way wilcoxon;freq f;var x;class c;run;答案：H0：兩組相同Z=3.6971，P=0.00020.05，拒絕H0，差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，兩組不同秩均值比較：吸煙=49.15不吸煙=31.07因此，吸煙工人HbCO含量高于不吸煙工人4×4列有序-非參實(shí)例8-7SAS：data eg; in

40、put c x f;cards; 1 1 04 4 0;proc npar1way wilcoxon;freq f;var x;class c;run;答案：H0：四組全相同c2=15.5058，P=0.00140.05，拒絕H0，差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，四組不全相同秩均值比較：支氣管擴(kuò)張=43.50肺水腫=29.10肺癌=24.08病毒性呼吸道感染=22.22因此，四種疾病患者痰液內(nèi)嗜酸性粒細(xì)胞有差別，支氣管擴(kuò)張肺水腫肺癌病毒性呼吸道感染第三部分 回歸（一）相關(guān)計(jì)量均正態(tài)-Pearson r（r）實(shí)例9-5SAS：data eg;input x y;cards;43 217.2254 252.08;proc univariate normal;/*normal：正態(tài)性檢驗(yàn)*/var x y;proc corr;/*corr：相關(guān)(correlation)*/var x y;run;答案：H0：x、y均正